Influence de la nuptialité sur les taux de reproduction et d'accroissement de la population Française

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J OURNAL DE LA SOCIÉTÉ STATISTIQUE DE P ARIS

P IERRE D EPOID

Influence de la nuptialité sur les taux de reproduction et d’accroissement de la population Française

Journal de la société statistique de Paris, tome 78 (1937), p. 342-346

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Influence de la nuptialité sur les taux de reproduction et d'accroissement de la population française.

Dans le numéro de juin 1937 du Journal (p. 253), M. Arthur Linder a publié un article du plus haut intérêt dans lequel il indique un procédé permettant de tenir compte de la nuptialité dans le calcul des taux nets de reproduction et du

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taux naturel d'accroissement. Connaissant à chaque âge la répartition par état matrimonial des survivants de la table de mortalité, il établit que l'égalité fonda- mentale servant de base à la théorie de Lotka :

G(t) = '2G(t — y)pvf,

y - \

devient :

GW = T G ( * - 2 / ) j pïK + pifi

l'indice m s'appliquant à la population mariée et l'indice c à la population-non mariée (célibataires, veuves et divorcées). Il en résulte que la théorie de Lotka subsiste entièrement, la population féminine totale étant remplacée par la somme de deux populations ayant des lois de fécondité connues : pu fff sera remplacé dans les calculs par : p';; /;l + p; fy.

Ce calcul, qui introduit un élément nouveau dans l'étude théorique des mouve- ments d'une population, est malheureusement d'une application pratique difficile.

Pour établir la répartition des survivants à chaque âge suivant leur état matri- monial, il faut en effet posséder pour la même période :

a) les quotients de mortalité par état matrimonial;

b) les quotients de nuptialité suivant l'état civil antérieur;

c) les probabilités de divorce à chaque âge.

Il faut de plus connaître les taux par âge de fécondité légitime et illégitime : ces divers coefficients sont très rarement connus simultanément dans un même pays.

Signalons d'ailleurs qu'il convient de faire une légère réserve sur la valeur des taux que l'on pourrait calculer : l'hypothèse de la stabilité dans le temps des lois de fécondité, nuptialité, mortalité et divorce établies pour une même période n'est pas tout à fait logique. Chacune des lois actuelles subit l'influence des variations sur- venues aux autres lois dans le cours du temps : ainsi la nuptialité actuelle dépend de la mortalité et de la nuptialité passées, des divorces antérieurs et même de la fécondité observée vingt à cinquante ans plus tôt. Si les lois de fécondité, nuptialité, mortalité et divorce avaient été jadis ce qu'elles sont aujourd'hui, les lois actuelles de nuptialité seraient sans doute quelque peu différentes.

De même, les naissances, à chaque âge de la mère, sont la somme des naissances .légitimes et illégitimes, le premier nombre étant en général très supérieur au second (sauf aux âges les plus jeunes); leur total à chaque âge dépend donc de la proportion des femmes mariées, c'est-à-dire de la nuptialité, de la mortalité et des divorces au cours des années précédentes : le taux de reproduction calculé à partir des coefficients de fécondité générale reflète donc les conditions démographiques des trente-cinq années antérieures. Le fait de tenir compte séparément de la fécondité légitime et illégitime revient à remplacer un complexe des lois évoluant depuis trente-cinq ans par les lois actuellement observées. Il est donc normal que les deux procédés donnent des résultats différents et on ne peut présumer a priori quel sera le sens des écarts.

De plus, les taux de reproduction étant une projection dans le temps des conditions actuelles, les résultats qu'ils indiquent sont des limites uui seront atteintes seulement lorsque le régime normal sera établi : on sait, en effet, qu'en France, par exemple, les naissances d'une année proviennent dans la proportion de 24 % des mariages célébrés dans l'année présente et l'année antérieure; la proportion atteint 50 % pour les quatre premières années de mariage et 90 % pour les douze premières années.

* * *

Comme nous avons calculé récemment pour la France l'ensemble des lois démo-

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graphiques élémentaires en vigueur vers 1931 (a), il nous a été possible d'appliquer la méthode indiquée ci-dessus à la population française.

FÉCONDITÉ

légitime illégi- time

NUPTIALITÉ FÉMININE

Célibataires Veuves Divorcées

MORTALITÉ FÉMININE

Céliba- taires Mariées

Veuves et divorcées

MORTALITÉ

moyenne des époux

PROBA- BILITÉ

de divorce

15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30 31 32 33 34 35

40 41 42 43 44 45 46 47 48 49

p. 10.000 3.020 3.600 3.440 3.300 3.100 2.801 2.624 2.459 2.300 2.140 1.978 1.816 1.660 1.505 1.370 1.255 1.147 1.057 970 889 807 723 638 555 469 382 299 218 145 90 52 28 13 7

49 89 141 178 221 245 261 270 275 272 266 258 248 234 220 205 190 174 158 146 135 122 106 90 72 55 39 27 18 11 5 2 1 1

55 179 412 799 1.133 1.475 1.735 1.834 1.764 1.650 1.505 1.335 1.168 1.016 881 758 651 564 504 451 401 361 321 284 248 217 197 179 162 146 130 116 107 96

p. 10.000

600 682 757 826 890 937 945 919 871 816 757 697 631 564 502 444 388 337 290 248 213 186 168 154 143 133 124 115 106 98 90

480 790 1.054 1.254 1.365 1.410 1.418 1.409 1.385 1.353 1.311 1.254 1.190 1.117 1.043 972 906 845 787 734 682 634 592 554 520 487 455 424 393 362 332

p. 100.000 304 . 351 390 423 463 505 542 577 605 629 646 660 668 672 674 675 676 677 679 686 698 716 739 765 793 823 856 891 929 970 1.016 1.066 1.120 1.176 1.233

412 417 421 423 424 424 424 423 418 413 413 415 417 420 424 432 443 456 471 487 503 521 539 557 578 603 635 670 709 749 790

995 994 992

965 942 911 876 842 815 796 784 778 776 776 777 780 785 793 804 818 838 861 890 928 973 1.019 1.066 1.114

p. 100.000

310 320 332 346 362 379 398 418 439 462 486 513 541 570 601 635 671 708 748 791 836 885 936 990 1.048 1.110 1.177 1.249 1.326 1.408 1.498 1.594

p.100.000

40 100 166 225 281 335 385 428 454 466 469 465 457 447 433 416 397 373 350 329 310 293 277 262 247 232 217 203 189 175 162 150 137

Cette méthode permet également d'estimer quelle serait l'influence d'une variation de la nuptialité sur la « reproduction » du peuple français, en supposant la fécondité par âge invariable, ce qui revient à admettre que les taux de fécondité sont indépen- dants de la durée du mariage et de l'importance de la nuptialité. On a donc fait successivement les deux hypothèses suivantes :

1° Accroissement uniforme de 10 % des taux de nuptialité'quels que soient l'âge et l'état civil antérieurs. Le calcul montre que cette hypothèse entraine dans la population stationnaire une majoration de 3 % du nombre annuel des mariages conclus entre 15 et 49 ans et un abaissement de quatre mois de l'âge moyen au mariage. A 50 ans, la proportion des femmes demeurant célibataires se trouve réduite de 8,1 à 6,2 % tandis que celle des mariées passe de 74,5 à 76,3 %;

2° Avance de l'âge au mariage des célibataires (on ne peut avancer l'âge au mariage des veuves et divorcées, qui dépend surtout de l'âge à la dissolution de l'union antérieure) : on a supposé qu'à partir de 18 ans, les taux de nuptialité des céliba-„

taires étaient avancés d'un an; de 15 à 18 ans, on a opéré un ajustement en supposant nulle la nuptialité à 14 ans. Cette hypothèse avance de huit mois environ

(a) Tables de nuptialité et de fécondité pour la France 1930-1932 : Bulletin de la S. G. F., janvier-mars 1937, p. 305-340. — Tables de mortalité par état matrimonial pour la popu- lation de la France, 1928-1933 : Communication au Congrès international de la population, Paris, 1937. — Les probabilités de divorces, établies pour le calcul de la table d'extinction des mariages (Communication au Congrès international de la population, Paris, 1937) n'ont pas encore été publiées.

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l'âge moyen -au mariage des célibataires, mais ne modifie ni le nombre total unions, ni les proportions des femmes célibataires ou mariées à 50 ans.

Nuptialité des Femmes célibataires

Quotients 1930-1932 1^hypothèse

\ 2's*hypothè$e

On trouvera ci-dessous la répartition de la population féminine stationnaire en mariées et non mariées, telle qu'elle résulte des lois démographiques enregistrées vers 1931 ainsi que des deux hypothèses envisagées.:

15-19 20-24 25-29 30-34 35-39 40-44 45-49

POPULATION STATIONNAIRE 1 9 3 1

Mariées

29.431 209.865 318.000 334.342 327.137 310.091 286.028 1.814.894

Non mariées

408.747 218.434 99.647 73.565 70.622 76.228 86.579

2.848.716

PREMIÈRE HYPOTHÈSE (nuptialité accrue)

Mariées

32.212 224.194 331.526 345.110 336.499 318.523 293.669

Non mariées

405.967 204.120 86.405 63.107 61.712 68.345 79.570 969.226

2.850.959

DEUXIEME HYPOTHESE (avance de l'âge au mariage)

Mariées

41.327 236.111 323.357 334.228 326.060 308.766 284.848 1.854.697

Non mariées

396.854 192.267 94.637 73.930 71.962 77.767 87.932 995.349

2.850.046

On remarquera que la population diffère légèrement d'une hypothèse à l'autre;

on a supposé en effet que la mortalité par état matrimonial était fixe : plus l'effectif des personnes mariées est élevé, plus le nombre des décès est faible et plus les sur-

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vivants sont nombreux. Les différences observées sont d'ailleurs minimes (infé- rieures à 1 °/00).

Les divers cas examinés fournissent les résultats suivants :

Taux naturel Taux net d'accroissement de reproduction (p. 10.000)

I

Sans tenir compte de la nuptialité (emploi des

taux de fécondité générale) 0,914 —32 En tenant compte de la nuptialité (emploi des

taux de fécondité légitime et illégitime) . . . 0,933 — 25 lr c hypothèse : taux de nuptialité majorés de 10 % 0,969 — 12 2^e hypothèse : avance de huit mois de l'âge moyen au mariage

des célibataires 0,973 — 10 Le taux net de reproduction calculé sans tenir compte de l'état matrimonial diffère légèrement de celui déjà publié (a) : on l'a établi ici en se servant de la table de mortalité 1928-1933, alors que les calculs antérieurs avaient été faits à l'aide d'une table abrégée Rappliquant à la période 1930-1932.

On voit que, sila nuptialité restait invariable à partir de 1931, toutes les autres conditions demeurant identiques, le taux net de reproduction tendrait à s'élever progressivement de 0,914 à 0,933. Un accroissement uniforme de 10 % des taux de nuptialité aurait pour effet d'élever cette limite à 0,969, soit de 4 %. Une avance de huit mois de l'âge moyen au mariage des célibataires aurait une influence ana- logue.

Ainsi, un accroissement uniforme de 18 % des taux de nuptialité permettrait à la population française d'atteindre la position d'équilibre démographique, en sup- posant la fécondité indépendante de la nuptialité. Cette majoration correspondrait à un nombre annuel de mariages supérieur d'environ 5 % au nombre actuel et aurait pour effet de faire passer de 8 à 5 % la proportion des femmes restant célibataires à 50 ans. Le même résultat pourrait d'ailleurs être atteint en combinant une aug- mentation plus faible de la nuptialité avec une avance de l'âge au mariage.

Il est intéressant de rapprocher ces résultats de ceux qu'on obtient par ailleurs en supposant que l'on tente de rétablir l'équilibre en agissant uniquement soit sur la fécondité, soit sur la mortalité : toutes choses égales d'ailleurs, il faudrait accroître la fécondité de 7 % ou bien réduire uniformément de 40 % la mortalité des filles de 0 à 49 ans.

Pierre DEPOID.